Vliv věkové a vzdělanostní homogamie a sňatkového věku na stabilitu prvního manželství

Vliv věkové a vzdělanostní homogamie a sňatkového věku na stabilitu prvního manželství Petr Pakosta*

Ústav populačních studií, Fakulta sociálních studií MU, Brno

Impact of Age, Educational Homogamy and Age at First Marriage on Marriage Stability Abstract: As the probability to marry is stratified and differs for people with certain characteristics, it can be expected that some marriages are more likely to end in divorce than others. Among others in the literature the divorce risk factors are often mentioned: too low or too high age, marriage, educational level (low or high education) or educational or age heterogamy. This article describes the effects of age and education of both spouses and their combinations (heterogamy or homogamy) on the stability of marriage in the Czech Republic between 1994 and 2007. Analysis (using event history analysis) is based on data from the Czech Statistical Office and examines those individuals who entered into marriage in 1994. Although, the effect of age at marriage itself is found to be weak, the interaction between age at marriage for men and women exhibits more significant effects. The relationship between education and divorce risk takes the form of an inverted U: people with basic education and people with higher education have the lowest risk of divorce. The assumption of greater stability among homogamous couples is not observed; however, the probability of divorce is higher among heterogamous marriages where the woman is older or has higher education than man. Key words: Divorce, divorce rate, marriage stability, age homogamy. Data a výzkum - SDA Info 2012, Vol. 6, No. 1: 51-75. (c) Sociologický ústav AV ČR, v.v.i., Praha 2012. * Veškerou korespondenci posílejte na adresu: Petr Pakosta, Masarykova univerzita, Fakulta sociálních studií, Ústav populačních studií, Joštova 10, 602 00 Brno, e-mail: [email protected].

- 51 -

Žijeme v době, kdy většina vztahů vzniká na půdorysu romantické lásky a s láskou spojených emocí. Málokterého člověka a zvláště toho zamilovaného proto napadne vidět v takových vztazích nějakou strukturu a hledat za původem svého vztahu abstraktní strukturální faktory. Toho druhého máme jednoduše rádi pro jeho individuální charakteristiky. Sociologové ovšem vycházejí z toho, že muži s určitými charakteristikami mají vyšší pravděpodobnost sňatku se ženami určitých charakteristik než s jinými – sociologie zkoumá sňatky pomocí termínů jako je homogamie, heterogamie, výběrové párování či šance na určitý typ sňatku. Jeden z důvodů, proč tak činí, je odkaz těchto pojmů na některé obecnější rysy společnosti (např. otevřenost sociální struktury). Podobně jako u sňatku i příčiny rozvodu si také spojujeme s příčinami na individuální rovině – osobnostní charakteristiky manželů, chybové vzorce jednání ve vztahu, narušená biografie vztahu nebo vliv bezprostředního okolí manželů. Stejně jako nacházíme strukturu ve sňatečnosti, je možné očekávat, že i rozvodovost bude mít na makro úrovni nějakou strukturu. Jinými slovy u skupin lidí s určitými charakteristikami může s nějakou pravděpodobností dojít k rozvoji chování, které posléze vede k rozvodu. Těchto charakteristik je přirozeně nekonečné množství. V tomto článku se proto budu zabývat základními charakteristikami, pro něž máme k dispozici podrobná data – sňatkovým věkem a vzděláním manželů, a jejich vlivem na stabilitu manželství. Česká republika se řadí mezi země s vysokou rozvodovostí: v hrubé míře rozvodovosti se umisťuje na jednom z čelných míst v Evropě [Eurostat 2008]. Podobě vysoká je i míra úhrnné rozvodovosti, která udává, kolik manželství skončí rozvodem. Tento ukazatel v posledních letech osciluje okolo 50 %, ačkoli tento údaj zkreslují i manželství opakovaná (sňatky, v nichž alespoň jeden snoubenec vstupuje do manželství opakovaně, tvoří 38 % uzavřených sňatků [ČSÚ 2008]), je nestabilita manželství v České republice poměrně vysoká a v čase víceméně neměnná. Takto nestabilní manželství přitom pozorujeme v době, v níž panují teoretické předpoklady pro lepší a stabilnější manželství. Do manželství lidé vstupují dobrovolně, vstupuje do něj tak stále menší a menší počet lidí, u nichž bychom mohli očekávat, že se pro sňatek rozhodují po zralé úvaze. Navíc tak činí také v pozdějším věku (nízký věk vstupu do manželství je obecně považován za faktor negativně působící na stabilitu manželství [např. Larson, Holman 1994; Booth, Edwards 1985; Glenn, Supancic 1984; Martin, Bumpass 1989 a další]) a pozdější věk snoubenců by měl stabilitu uzavíraných manželství zvyšovat. V článku se budu věnovat analýze prvních manželství oboustranně svobodných uzavřených v roce 1994. Analýza se opírá o databázi rozvodů Českého statistického úřadu. Inovativním prvkem tohoto zdroje dat je propojení databází demografických událostí, které umožňuje z veřejně dostupných zdrojů získat vrstevnatější popis reality. Pro analýzu budou použita třídění prvního a druhého stupně a analýza přežití. - 52 -

Věk a vzdělání jako prediktor rozvodu Rizikové faktory rozvodu, tedy to, co odlišuje rozvedená manželství od těch stabilních, se staly předmětem mnoha empirických studií. Faktorů, které mohou ovlivnit stabilitu manželství, byly identifikovány desítky, ba stovky a předpokládá se, že jejich vliv se různým způsobem kumuluje a posiluje [Rauer, Karney, Garyan, Hou 2008]. Tento text se však věnuje dvěma základním demografickým proměnným – vlivu vzdělání a věku obou snoubenců v době sňatku na pravděpodobnost rozvodu. Sňatkový věk a vzdělání snoubenců jsou snadno měřitelné a pro snadnou dostupnost ve výběrových šetřeních nebo demografických statistikách bývají jedním z nejčastěji zkoumaných prediktorů rozvodu. Víme tedy, že manželství uzavíraná v časném věku, často doprovázená neplánovaným těhotenstvím, finanční nejistotou a psychickou nezralostí snoubenců, jsou významně ohrožena následným rozvodem1. Nízký sňatkový věk je významným faktorem nestability i po kontrole působení ostatních možných proměnných (např. vzdělání, příjem, počet dětí, náboženská víra apod.) [Larson, Holman 1994; South 1995; Janssen 2003; Lehrer 2008a; Glenn, Supancic 1984]. Demografické změny, které v České republice v posledních desetiletích proběhly, byly a jsou doprovázeny i růstem sňatkového věku. Z teoretických předpokladů můžeme v případě vysokého sňatkového věku vyvodit vyšší riziko rozvodu – starší svobodní snoubenci po sňatku narážejí na rozdíly v méně flexibilních povahách, zvycích či představách o trávení volného času nebo životních hodnotách. Změny v soužití a výše zmíněných návycích jsou obtížnější a usazení nově vzniknuvšího páru je obtížnější. Výsledkem je vyšší pravděpodobnost rozvodu [Booth, Edwards 1985]. Tyto teoretické představy, které najdeme v demografické literatuře, můžeme v dnešní době nejspíše považovat již za historické – vznikly v době, kdy si svobodní lidé brali často prvního partnera a s párovým soužitím neměli žádné zkušenosti. Pokud se brali ve vyšším věku a jako svobodní, tak nutně čelili popsaným rizikům. Dnešní situace je jiná: lidé se sice berou ve vyšším věku, ale zároveň často s mnoha předchozími partnerskými zkušenostmi z nesezdaného soužití. Často si také berou partnera, s nímž mnoho let před sňatkem žili. Empirická evidence těchto tvrzení již proto není jednoznačná a nasvědčuje tomu, že tyto představy platit nemusí. Tedy vyšší sňatkový věk není rizikovým faktorem rozvodu [např. Bitter 1986 nebo Lyngstad 2006: 58]. S rostoucím sňatkovým věkem klesá riziko rozvodu, nikoliv však lineárně – tento pokles se ve vyšším věku zpomaluje, až zastavuje [Fine, Harvey 2006: 91]. Starší práce pak dokonce uvádějí, že toto riziko ve vyšším věku začíná opět stoupat [Booth, Edwards 1985]. 1 V posledních 20 letech jsme však svědky výrazného úbytku těchto manželství – od roku 1990 klesl podíl sňatků svobodných s alespoň jedním snoubencem mladším 18 let včetně z jedné čtvrtiny na jedno procento v roce 2008 [Demografická ročenka České republiky 2008].

- 53 -

Vyšší sňatkový věk však souvisí s dalším fenoménem, který může mít na pravděpodobnost rozvodu vliv. Tím je věková heterogamie, která je častější mezi sňatky uzavřenými ve vyšším věku2 [Fučík 2006: 736]. Věková heterogamie roste s věkem nejspíše proto, že zejména ženám ve vyšším věku, pokud chtějí mít do určité doby děti, nezbývá než se na sňatkovém trhu poohlížet i po výrazně starších nebo mladších mužích a jsou tak i v mnoha jiných ohledech přinuceny k heterogamní, a proto také nejspíše ne právě optimální volbě [Lehrer 2008: 480]. Tento mechanismus ukazuje na fungování sňatkového trhu: ti, kteří volí partnera později než ostatní, čelí úbytku potenciálních partnerů, musí volit z již „probraného“ trhu, volit z „leftovers“ a sami se také stávají „leftovers“. Heterogamní volba je častější a zároveň u nich a u jejich partnerů můžeme očekávat odlišné charakteristiky než u jejich vrstevníků, kteří našli partnera dříve a chovali se jako většina ostatních [Bitter 1986]. Hypotéza o vlivu věkové heterogamie vychází z jednoduché a zřejmé úvahy: čím větší je věkový rozdíl mezi manžely, tím častější je nesoulad mezi jejich životními postoji, hodnotami, zálibami a mnoha dalšími faktory. Každý nesoulad, tedy heterogamie v různých podobách, v manželském soužití zvyšuje riziko, že se manželství rozpadne [např. Bumpass, Sweet 1972; Goode 1993]. U homogamních manželství je proto předpokládána vyšší stabilita a spokojenost s manželstvím, přičemž obé je připisováno vyšší pravděpodobnosti konsenzu v hodnotách, životních cílech a očekávání od manželství [Bumpass, Sweet 1972].3 Některé empirické práce pak tento vztah v různých zemích potvrzují: například pro Norsko [Lyngstad 2006: 58] nebo pro Nizozemí [Kalmijn, Poortman 2006: 211]. Poslední zmíněné studie ukazují i na vliv typu věkové heterogamie – tedy zda je starší muž nebo žena – v případě manželství ženy s mladším mužem je rozvodovost vyšší. I přes růst sňatkového věku podíl věkově homogamních sňatků roste nebo stagnuje. Na tuto skutečnost ukazují sociologické a demografické analýzy, které se věkem a výběrovým párováním zabývají4. V tomto článku není mnoho prostoru pro rozbor příčin tohoto nárůstu, ale souhrnně můžeme konstatovat, že nejspíše jde o souhrn několika současně působících faktorů, z nichž za nejdůležitější považuji přesun rozhodování volby partnera do rukou samotných snoubenců a vyšší vzdělání žen, které nemusejí již tak dlouhou dobu čekat, až 2 Platí, že v čím vyšším věku se lidé berou, tím je větší rozptyl rozdílu sňatkového věku muže a ženy. Tento trend platí zejména pro muže [Fučík 2006: 736]. 3 Výsledky některých studií tuto obecnou tezi o heterogamii potvrzují, a to nejčastěji ve vztahu k homogamii náboženské [např. Lehrer, Chiswick 1993, Curtis, Ellison 2002; Mullins, Brackett, Bogie, Pruett 2002]. Další studie naopak tuto tezi vyvracejí nebo přinejmenším problematizují [Heaton, Pratt 1990; Williams, Lawler 2003] v případě náboženské homogamie, [Zhang, Van Hook 2009] v případě homogamie rasové nebo [Berardo, Vera, Berardo 1985; Berardo, Appel, Berardo 1993] v případě homogamie věkové. 4 Viz například Poppel, Liefbroer, Vermunt, Smeenk [2001]; Fučík [2006]; Katrňák [2008]; Esteve, Cortina, Cabre [2009].

- 54 -

se jejich muž etabluje na trhu práce, což přináší menší tlak na to, aby muž byl výrazně starší [např. Možný 1999: 111]. Podobně, jako jsou závěry výzkumů nejednoznačné v případě věku, je tomu v případě vzdělání. Vzdělání manželů je proměnnou, která odráží jejich kulturní kapitál a snad také ekonomické zdroje, a sociologie rodiny mu proto věnuje velkou pozornost. Výsledky studií, které uvádějí vliv vzdělání na rozvodovost, jsou smíšené, nejspíše je tomu proto, že vzdělání nepůsobí přímo, ale ovlivňuje hodnotová schémata jedince, časování sňatků, postoje k emancipaci žen, postavení mužů a žen na trhu práce apod. Což jsou ve výsledku všechno faktory, které pravděpodobnost rozvodů různým a často protichůdným způsobem ovlivňují, a navíc se toto působení mění v čase a místě, reaguje tak na konkrétní hodnotovou a kulturní konstelaci dané společnosti. V České republice zatím podle dosavadních zjištění platí, že vzdělání nepůsobí lineárně a jeho vliv se dlouhodobě proměňuje. Zatímco dříve platilo, že vzdělanější lidé se rozváděli častěji než méně vzdělaní [u nás např. Kučera 1994], dnes má křivka rozvodovosti tvar obraceného U, tj. nižší rozvodovost mají lidé se základním a ještě nižší s vysokoškolským vzděláním [Pakosta 2008], nebo se vzděláním rozvodovost klesá [pro skandinávské země Lyngstad 2006: 58; Jalovaara 2003]. Převrácení vlivu vzdělání může být vysvětleno působením sociálních norem, které reagují na míru rozvodovosti v určitém čase nebo prostoru: je-li rozvodů málo a nejsou-li běžnou součástí života, vyžaduje rozvod větší úsilí k překonání sociálních norem, k čemuž mají větší dispozice a kulturní a ekonomický kapitál spíše vzdělání lidé (srov. pojem o kultura rozvodovosti Karly B. Hackstaff [1999]). Ve společnostech s vysokou mírou rozvodovosti tyto sociální normy a bariéry oslabují, možnost rozvodu se stává běžnou a začínají působit jiné vlivy (např. nejisté postavení méně vzdělaných lidi na trhu práce atd.). Tuto tezi podporuje komparativní studie založená na datech z Itálie, Německa a Švédska. V Itálii se vzděláním pravděpodobnost rozvodu roste, v Německu mírně klesá a ve Švédsku klesá ještě prudčeji [Kalmijn, Poortman 2006: 79]. Podobně [Härkönen, Dronkers 2006: 501], kteří nacházejí pozitivní vliv vzdělání v Řecku, Itálii, Francii, Španělsku či Polsku a negativní ve Spojených státech, Estonsku, Finsku, bývalém západním Německu, Švédsku či Lotyšsku. V ostatních zemích je tento vztah neutrální a nejednoznačný. Změnu vlivu vzdělání potvrzuje i studie založená na datech o rozvodech v Nizozemí mezi lety 1942 až 1999: zatímco vliv proměnných, jako je počet dětí, náboženství či socioekonomický status rodičů, se nezměnil, tak v případě vzdělání došlo ke změně pozitivního vlivu na negativní [Graaf, Kalmijn 2006: 570]. Tyto studie potvrzují Goodeho [1993] hypotézu, že s postupující modernizací se mění charakteristiky rozvádějících – rozvod byl původně doménou bohatších, vzdělaných lidí a nyní jsou naopak rozvodem ohroženi lidé s nižším vzděláním, čelící ekonomické nejistotě a s nižším socioekonomickým postavením (rozvod pozbývá emancipující charakter a nabývá rysů anomických). - 55 -

Výraznou součástí analýz věnovaných vzdělání a rozpadu manželství by měla být i relativní úroveň vzdělání v konkrétním vztahu, kterou do debaty zavádí ekonomická analýza rozvodu [Becker 1973]. Tedy model vzájemné závislosti manželů a směny různých statků, kterých se oběma v páru nedostává či naopak které přebývají. Ekonomové pracující s touto linií uvažování argumentují, že masivní vstup žen na trh práce, plošné vzdělání a ekonomická nezávislost manželů vedou k růstu rozvodovosti. Jednoduše zisky ze soužití, v němž mají oba partneři specializovanou roli, klesají a nejsou nahrazovány růstem benefitů v jiných oblastech vztahu. Vyšší nezávislost manželů (a zejména u žen je tento vývoj ve 20. století zcela přelomový) snižuje náklady na zánik vztahu a zvyšuje ochotu tak činit. Empirické testy těchto hypotéz však přinášejí smíšené výsledky a tyto modely ve své jednoduché podobě nejspíše nefungují, neboť jsou postaveny na tradičních představách o fungování manželství a rodiny. Vyžadují tak doplnění o kulturní a hodnotová vysvětlení [Kalmijn, Graaf, Poortman 2004: 77]. Ve světle těchto rozdílných teoretických přístupů je potom obtížné dovodit, zda vzdělanostní heterogamie zvyšuje riziko rozvodu či naopak. Podle některých studií vzdělanostní heterogamie zvyšuje nestabilitu manželství, ale tento vztah je zásadně diferencován pohlavím, neboť záleží na tom, kdo má v daném vztahu vyšší vzdělání [Fine, Harvey 2006]. Poslední čísla pro Českou republiku dokládají, že páry, v nichž má muž vyšší vzdělání než žena, mají nižší pravděpodobnost rozvodu, a to zejména pokud vzdělání ženy je výrazně nižší (tento vztah se prohlubuje s tím, jak se zvětšuje rozdíl mezi vzděláním muže a ženy). Pakliže je tomu obráceně a žena má vzdělání vyšší než muž, je pravděpodobnost rozvodu vyšší a tento vztah se opět prohlubuje s rostoucím rozdílem vzděláním manželů [Pakosta 2008]. Souhrnně se v České republice nejčastěji rozvádějí páry, v nichž má žena vyšší vzdělání, a nejméně často páry s mužem s vyšším vzděláním (homogamní manželství se nacházejí někde mezi nimi). K podobným závěrům docházejí i některé zahraniční studie – vyšší rozvodovosti čelí v USA manželství vzdělanostně heterogamní a manželství, která nerespektují tradiční uspořádání (žena v domácnosti nebo na zkrácený úvazek a muž s plným úvazkem) [Tzeng 1992] nebo v Nizozemí Kalmijn, Graaf, Poortman (2004: 83), kteří uvádějí pozitivní vliv vzdělání ženy v případě, že je do modelu zahrnuto i vzdělání muže.

Hypotézy Než se začnu věnovat samotným výsledkům, navrhnu testované hypotézy. Hypotézy je možné částečně opřít o rešerši empirických prací věnovaných tomuto tématu. 1) Hypotéza první: nízký nebo vysoký sňatkový věk zvyšuje riziko rozpadu manželství. Této hypotéze nasvědčují některé analýzy5 , které 5 Např. Larson, Holman [1994]; Booth, Edwards [1985]; Glenn, Supancic [1984]; South [1995]; Janssen [2003]; Lyngstad [2006]; Lehrer [2008].

- 56 -

uvádějí vyšší pravděpodobnost rozvodu v případě vstupu do manželství ve velmi nízkém věku.V případě vysokého sňatkového věku již tak velká shoda nepanuje, neboť některé studie uvádějí nižší rozvodovost [Fine, Harvey 2006: 91] a jiné naopak vyšší [Booth, Edwards 1985]. Pakliže věkovou heterogamii spojujeme s vyšší nestabilitou manželství (viz hypotéza třetí), pak pro tuto hypotézu dále hovoří i fakt, že u manželství uzavíraných ve vyšším věku je v České republice dokladována vyšší věková heterogamie6 [Fučík 2006; Katrňák 2008], a tato skutečnost je potvrzována i v zahraničí7. Pro potřeby tohoto textu budeme proto předpokládat, že míra rozvodovosti má charakter písmena U (nejvyšší rozvodovost mají lidé, kteří se berou v příliš nízkém a v příliš vysokém věku). 2) Hypotéza druhá: nízké nebo naopak vysoké vzdělání zvyšuje riziko rozpadu manželství. O jistém vlivu vzdělání na stabilitu manželství není prakticky pochyb. V České republice se můžeme opřít o předchozí zjištění: v roce 2001 měla křivka riziko rozvodu podle vzdělání charakteristiku obráceného U, neboli nižší rozvodovost měli lidé se základním a s vysokoškolským vzděláním, kteří ji měli nejnižší ze všech [Pakosta 2008]. 3) Hypotéza třetí: věková nebo vzdělanostní heterogamie zvyšuje riziko rozvodu. Obecně je u homogamních manželství předpokládána vyšší stabilita [Bumpass, Sweet 1972], která bývá spojována s konsenzem v hodnotách, životních cílech apod. Některé studie tento vztah věkové homogamie a stability manželství dokládají pro různé země [Lyngstad 2006: 58] nebo [Kalmijn, Poortman 2006: 211], případně pro homogamii vzdělanostní [Fine, Harvey 2006: 92 či pro ČR Pakosta 2008]. Očekáváme tedy, že věkově nebo vzdělanostně homogamní manželství budou stabilnější. 4) Hypotéza čtvrtá: netradiční podoba věkové nebo vzdělanostní heterogamie zvyšuje riziko rozvodu. V každé kultuře jsou některé kombinace charakteristik snoubenců méně či více obvyklé (např. podoba věkového rozdílu, kdy muž bývá starší než žena). Tuto hypotézu stavíme tedy na předpokladu, že manželství, které obvyklé a tradiční vzorce narušují, jsou rozvodem ohroženější. V kontextu tohoto článku to znamená, že očekáváme nižší stabilitu manželství žen s vyšším vzděláním, než mají jejich muži, nebo žen starších než jejich muži (tedy tzv. netradiční heterogamie). Tato očekávání ohledně působení podoby vzdělanostní heterogamie je možné opřít o předchozí práce (Pakosta 2008) pro Českou republiku nebo pro USA [Tzeng 1992] nebo pro Nizozemí [Kalmijn, Graaf, Poortman 2004]. 6 Situace je zde nejasná: deskriptivní výsledky ukazují na platnost vztahu mezi sňatkovým věkem a věkovou heterogamií, ovšem regresní modely ukazovaly na nejednoznačnost tohoto vztahu (věková homogamie je vyšší v případě sňatku mladých lidí a v kategorii nejstarších) [Fučík 2006]. Naopak Katrňák pozitivní vztah mezi vyšším sňatkovým věkem a věkovou heterogamií potvrdil [Katrňák 2008]. 7 Např. Bitter [1986]; Berardo, Appel, Berardo [1993]; Ni Bhrolchain [2000].

- 57 -

5) Hypotéza pátá: současný výskyt netradiční věkové a vzdělanostní heterogamie zvyšuje riziko rozvodu. Platí-li hypotéza čtvrtá, tedy netradiční věková nebo vzdělanostní heterogamie8 znamená ohrožení stability manželství, pak je možné očekávat, že manželství, u nichž se tyto rizikové faktory kombinují, budou rozvodem ohroženější ve zvýšené míře.

Data Konkrétně se budu zaobírat prvními manželstvími oboustranně svobodných, která byla v České republice uzavřena v roce 1994, přičemž data nám dávají možnost tato manželství sledovat po dobu 14 let, až do případného rozpadu. Datovými zdroji jsou databáze Českého statistického úřadu, zahrnující údaje o všech manželstvích uzavřených v roce 1994 a všech rozvodech až do roku 2007. Tato stať tedy vychází zejména z neagregovaných dat o jednotlivých rozvodech9. Tento rozsáhlý datový soubor obsahuje podrobné údaje (věk obou manželů, délku manželství, pořadí rozvodu, pořadí manželství vzdělání, region, počet dětí atd.) o všech 466 663 rozvodech proběhnuvších mezi lety 1994 až 2007. Dalším datovým zdrojem byla agregovaná data o sňatcích uzavřených v roce 1994 publikovaná v pramenném díle Pohyb obyvatelstva v ČR. Mezi lety 1994 až 2007 tedy budeme sledovat manželství uzavřená v roce 1994 dvěma svobodnými snoubenci ve věku mezi 16 až 39 lety. Bohužel rozvod manželství je možné sledovat pouze zpětně a s odstupem mnoha let, nemůžeme se proto zabývat manželstvími, která vznikla po hodnotových a kulturních změnách po listopadové revoluci v roce 1989.

Metoda K dispozici tedy máme podrobná data založená na všech rozvodech, které v České republice od roku 1994 proběhly10. Metoda analýzy je jednoduchá: spočítáme podíl manželství uzavřených v roce 1994, která se do roku 2007 rozvedla. Tento výpočet nám umožňují charakteristiky rozvodů, které jsou k dispozici: věk manželů, vzdělání manželů, pořadí rozvodu a délka manželství. S jejich pomocí je možné pro sňatky z roku 1994 najít odpovídající rozvody v následujících letech, neboť z tabulky sňatků známe kombinaci věku a vzdělání snoubenců a zároveň z databáze rozvodů víme, kolik manželství dané kombinace věku a vzdělání manželů se v daném roce rozvedlo11. 8 Zde myšleno jako manželství starší ženy s mladším mužem nebo ženy s mužem s nižším vzděláním, než má ona sama. 9 Pracovníkům ČSÚ patří dík za jejich laskavé poskytnutí. 10 Díky tomu, že nepoužíváme výběrové šetření, ale úplný soubor všech rozvodů a sňatků, nemusíme pracovat s výběrovou chybou. 11 Pro toto spárování musíme pro každý rok upravit věk manželů, tak aby odpovídal věku, ve kterém se oba v roce 1994 brali, a v každém roce vybrat z databáze rozvodů pouze rozvody s délkou manželství, která odpovídá rozdílu mezi sledovaným rokem a rokem uzavření sňatku (1994).

- 58 -

Pro názornost postupu uvedu příklad: jestliže v roce 1994 bylo uzavřeno 100 manželství, do něhož vstupovali dva svobodní vysokoškoláci, oba ve věku 30 let, tak v roce 1995 budeme v databázi rozvodů hledat počet prvních rozvodů s délkou trvání manželství jeden rok, manželů s vysokoškolským vzděláním a věkem 31 let. V roce 1996 budeme postupovat podobně pouze s tím rozdílem, že věk upravíme na 32 let a délku manželství na 2 roky. Tímto postupem dojdeme až do roku 2007, zjištěné rozvody sečteme a porovnáme s počtem manželství uzavřených v roce 1994. Výsledkem bude počet a podíl manželství rozvedených do roku 2007 pro každou kombinaci věku a vzdělání manželů12. Každá použitá metoda a zdroj dat mají svá úskalí a nedostatky. Byť tento postup podává poměrně přesné výsledky – pracujeme se všemi rozvody a sňatky, které proběhly, může dojít k drobným zkreslením a nepřesnostem. Prvním zdrojem nepřesností je změna vzdělání po sňatku, neboť některé uzavřené sňatky párujeme s nesprávnými rozvody13. Možné zkreslení vzdělanostní mobilitou po sňatku bylo kontrolováno pomocí jiného podobného datového souboru, který byl k dispozici, a to hlášení o narození mezi lety 1993 až 2004, v němž jsou k dispozici údaje o všech ženách, které v této době porodily alespoň jedno dítě. U žen, které porodily nejméně dvě děti, můžeme kontrolovat změnu vzdělání mezi porodem prvního a posledního dítěte, která v tomto případě činí 2,7 procenta. Pro naše data toto není možné přesně odhadnout, ale je možné předpokládat, že bychom naměřili podobné číslo. Další kontrolou je počet rozvodů, pro něž v roce 1994 nebylo uzavřeno příslušné manželství (kombinace věku a vzdělání, která se vyskytla v databázi rozvodu, ale nikoliv již mezi příslušnými sňatky v roce 1994). Tento počet byl vcelku zanedbatelný a činil 477 případů (tedy 1,2 procenta původní matice sňatků), které byly imputovány do původní matice sňatků.14 U obou zdrojů chyb musíme předpokládat, že nepůsobí systematickým způsobem na zkoumanou otázku. Dalším omezením, které bych neměl opomenout zdůraznit, je skutečnost, že se zabývám sňatky z roku 1994. Velká část těchto sňatků ještě existuje a po oněch 14 sledovaných letech je zřejmé, že velká část těchto manželství rozvodem neskončí. Na druhou stranu většina rozvodů proběhne v prvních 14 letech trvání manželství. Tento údaj však v posledních letech klesá: v roce 1994 bylo do 14 let svého trvání rozvedeno 69 procent ze všech rozvedených manželství (bez ohledu na pořadí rozvodu), v roce 2000 dvě třetiny a v roce 2007 již to 12 Výsledná matice může mít celkem 129 024 řádků: 24 kategorií věku muže × 24 kategorií věku ženy × 4 kategorie vzdělání muže × 4 kategorie vzdělání ženy × 14 let trvání manželství (v tabulce je i délka manželství). 13 Výsledky analýzy může také zkreslit správnost databází Českého statistického úřadu, a to zvláště v oblasti definice data ukončení a vzniku manželství. 14 Výsledky dále může zkreslit i úmrtnost. Počítáme-li totiž s pořadím rozvodu, nevíme, zda předchozí manželství neskončilo smrtí partnera. Jinými slovy, lidé, o kterých víme, že se rozvádějí poprvé, mohou končit opakované manželství, které uzavřeli poté, co předtím ovdověli. Je ovšem oprávněný předpoklad, že tyto chyby jsou náhodně rozloženy a nemají systematický vliv na výsledky.

- 59 -

bylo 54 procent. Sám o sobě je tento pokles zajímavý, neboť naznačuje, že se prodlužuje délka rozváděných manželství. Můžeme pouze spekulovat nad příčinami tohoto trendu. Nejspíše bude ovšem způsoben poklesem sňatečnosti v 90. letech, kterýžto snižuje bázi pro výpočet (ubývá manželství, která se mohou rozvést brzy po svatbě, a výsledkem je nadreprezentovaný podíl manželství, která byla uzavřena mnohem dříve). Posledním možným omezením je nesoulad mezi délkou manželství, kterou měříme v měsících, a věkem manželů, který je uváděn v celých letech. Při výpočtu je nutné délku manželství zaokrouhlit a konkrétní manželství se tak může ocitnout v nesprávné skupině manželství podle věku snoubenců. Přesnost celkových výsledků tato chyba ovšem nezkresluje a u dílčích výsledků musíme předpokládat, že je náhodně rozložena. Pravděpodobnost, že je toto zakreslení náhodně rozloženo a nemá na výsledky zásadní vliv, je ale vysoká.

Výsledky Před samotnou prezentací výsledků je vhodné čtenáře seznámit se strukturou sňatků uzavřených svobodnými snoubenci v roce 1994. V tomto roce se bralo celkem 58 440 párů [ČSÚ 1994], z nichž oboustranně svobodných párů bylo 39 43615 (tedy zhruba dvě třetiny). Grafy 1 až 3 ukazují základní popisné charakteristiky. V grafu 1 vidíme, že v tomto roce lidé ještě do manželství vstupovali velmi časně – modus je pro ženy 20 let a pro muže 21, což také znamená, že námi zkoumaná manželství ještě zastupují manželství uzavíraná před demografickými změnami 90. let minulého století. O tom, jak se rozvádějí manželství uzavíraná nyní, což by nás zajímalo pravděpodobně mnohem více, dnes z povahy věci samotné můžeme zjistit pouze málo. Graf 2 ukazuje na silnou tendenci ke vzdělanostní homogamii – vzdělanostně homogamních je 60 procent sňatků a dalších 35 procent je s rozdílem jednoho vzdělanostního stupně mezi snoubenci. Vzdělanostně i věkově (definovaná v úzkém věkovém pásmu −1 až +1 rok věkového rozdílu) homogamní sňatky jsou také nejčastější kombinací sňatků (35,5 procenta). Posiluje se současný výskyt heterogamie – sňatky se vzdělanostně netradiční heterogamií (žena má vyšší vzdělání než muž) jsou častěji netradičně heterogamní i s ohledem na věk (žena je starší). Tento vztah platí i analogicky pro tradiční podobu heterogamie – muži jsou v těchto vztazích častěji starší a zároveň vzdělanější než jejich ženy. Poslední, třetí graf zobrazuje průměrný rozdíl sňatkového věku snoubenců podle sňatkového věku mužů a žen. Muži, kteří se ženili velmi brzy, si častěji brali starší partnerky. Tato skutečnost se mění v jejich 20 letech, kdy již převažovali muži starší, a s rostoucím sňatkovým věkem mužů se tento rozdíl 15 Připomeňme, že 477 sňatků bylo do původní matice imputováno (viz výše), takže výsledná velikost analyzovaného souboru sňatků činí 39 913. Pramenné dílo Pohyb obyvatelstva uvádí pro tento rok nepatrně vyšší počet sňatků (39 513). V tomto článku však vycházíme z databáze sňatků poskytnuté Českým statistickým úřadem.

- 60 -

Graf 1.

Počty sňatků oboustranně svobodných podle sňatkového věku a pohlaví snoubenců v roce 1994

8000

Muži Ženy

počet sňatků v roce 1994

7000 6000 5000 4000 3000 2000 1000 0

16

18

20

22

24

26

28

30

32

34

36

38

věk Zdroj: Aregovaná data – sňatky v roce 1994 (vlastní výpočet).

Graf 2. Počty sňatků podle vzdělání a pohlaví snoubenců v roce 1994 Počet sňatků

Zdroj: Aregovaná data – sňatky v roce 1994 (vlastní výpočet).

14000 12000 10000 8000 6000 4000 2000 0 Základní

Vysokoškolské Střední s maturitou

Střední bez maturity


Střední s maturitou

Ženy

Základní

Vysokoškolské

- 61 -

Muži

Graf 3.

Graf3 Průměrný rozdíl sňatkového věku snoubenců podle pohlaví a sňatkového věku v roce 1994

14

Muži

průměrný rozdíl sňatkového věku

12

Ženy muži starší

10 8

ženy mladší

6 4 2 0 -2

muži mladší

-4 -6

ženy starší 16

18

20

22

24

26

28

30

sňatkový věk

32

34

36

38

Zdroj: Aregovaná data – sňatky v roce 1994 (vlastní výpočet). Page 1

zvyšoval. U žen je průběh křivky jiný – starší muži převažují až do jejich třiceti let, tedy ženy, které se poprvé vdávaly na tehdejší dobu výjimečně pozdě, si častěji braly mladší muže.

Kdo se rozvádí? – přehled popisných statistik Sňatkový věk na stabilitu manželství podle jednoduchého třídění v grafu 4 nepůsobí nijak výrazně. Mezi ženami nemá systematický vliv, u mužů je patrná mírná tendence k poklesu rozvodovosti s věkem. Výše dosaženého vzdělání koreluje s příjmem a ekonomickým kapitálem a právem tedy můžeme čekat, že bude na stabilitu manželství přinejmenším zprostředkovaně působit. Tabulka 1 toto naše očekávání potvrzuje: nejnižší rozvodovost mají lidé s vysokoškolským vzděláním a nejvyšší lidé se středoškolským vzděláním bez maturity. Podoba dat v tabulce odpovídá navrženým hypotézám – se vzděláním riziko rozpadu manželství klesá a nejvyšší je mezi lidmi se středoškolským vzděláním bez maturity (data tvoří obrácené písmeno U). V předešlém textu jsem zmiňoval pozitivní vliv věkové nebo vzdělanostní homogamie (a analogicky opačný vliv heterogamie) na stabilitu manželství. Prezentované grafy naznačují, že tento vztah není jednoznačný. Věkově či vzdělanostně homogamní manželství vykazují nižší míry rozvodo- 62 -

Graf 4. Podíl rozvedených podle pohlaví a sňatkového věku v roce 1994 80

% (podíl rozvedených)

70

Muži

Ženy

Lineární (Muži)

Lineární (Ženy)

60 50 40 30 20 10 0

sňatkový věk v roce 1994 16

18

20

22

24

26

28

30

32

34

36

38

Zdroj: Databáze rozvodů 1994 až 2007 (vlastní výpočet).

Tabulka 1. Vzdělání

Podíl rozvedených podle pohlaví a vzdělání v roce 1994. V procentech základní

střední bez maturity

střední s maturitou

vysokoškolské

Muži

34,5

37,6

26,9

22,2

Ženy

30,8

38,9

27,6

25,4


vosti, ale manželství, v nichž je muž starší nebo má vyšší vzdělání (čili tradiční hypergamie muže), jsou ještě stabilnější. Je-li žena starší než její muž o pět let a více, rozvádí se tato manželství ve 39 %, je-li starší o 2 až 4 roky, rozvádí se ve 37 %. Homogamní manželství (žádný věkový rozdíl nebo rozdíl jednoho roku) se rozvádějí v jedné třetině případů. Manželství zachovávající tradiční podobu věkového rozdílu (muž starší o 2 až 4 roky) se rozvádějí ve 32 % a manželství mužů starších o pět let a více dokonce v 31 % (viz graf 5). Shledáváme také, že velmi podobně je tomu se vzděláním. Manželství vzdělaných žen s méně vzdělanými muži se rozvádějí ve 34 % a manželství vzdělanějších mužů ve 28 %. Vzdělanostně homogamní manželství se rozvádějí ve 33 %. Graf 6 ukazuje dále na to, že s prohlubujícím se rozdílem ve vzdělání manželů se riziko rozvodu snižuje nebo zvyšuje (v závislosti na tom, který z nich má vyšší vzdělání). Grafy - 63 -

Graf 5. Podíl manželství ukončených rozvodem podle rozdílu věku manželů 40

% rozvedených manželství

35

průměrná hodnota

30 25 20 15 10


5 0

-5 let a -2 až -4 let 0 až 1 rok více žena starší

Graf 6.

2 až 4 roky

5 až 6 let 7 až 8 let 9 až 10 let 11 let a více

muž starší

rozdíl věku

Podíl manželství ukončených rozvodem podle kombinace vzdělání manželů Žena: VŠ / Muž: VŠ

% rozvedených manželství

Žena: VŠ / Muž: s mat. Žena: VŠ / Muž: bez mat. Žena: VŠ / Muž: ZŠ Žena: s mat. / Muž: VŠ Žena: s mat. / Muž: s mat. Žena: s mat. / Muž: bez mat. Žena: s mat. / Muž: ZŠ Žena: bez mat. / Muž: VŠ Žena: bez mat. / Muž: s mat. Žena: bez mat. / Muž: bez mat. Žena: bez mat. / Muž: ZŠ Žena: ZŠ / Muž: VŠ Žena: ZŠ / Muž: s mat. Žena: ZŠ / Muž: bez mat. Žena: ZŠ / Muž: ZŠ 0

10

20


- 64 -

30

40

50

tedy zatím nasvědčují tomu, že podoba hypergamie ovlivňuje stabilitu manželství. V úvodní části empirické kapitoly jsem také předpokládal, že dochází k interakci vzdělanostní a věkové heterogamie, jejichž vliv se tak posiluje či inhibuje. Získaná data tomu přinejmenším částečně nasvědčují, neboť nejstabilnější manželství je manželství muže staršího (o dva roky a více) a vzdělanějšího než jeho žena (26,3 procent rozvedených manželství). Rizikovým faktorem je potom vyšší věk ženy16, který ve vyšší míře ohrožuje manželství, v nichž má muž vyšší nebo stejné vzdělání. Je-li totiž muž mladší než jeho žena a má vyšší nebo stejné vzdělání, dosahuje rozvodovost hodnoty téměř čtyřiceti procent. Zajímavé je, že se efekt vyššího věku ženy neprojevuje u manželství s mužem s nižším vzděláním, u nichž k většímu nárůstu rozvodovosti nedochází (33,8 procent). Manželství uzavíraná snoubenci se stejným vzděláním a ve stejném věku, kterých je téměř čtvrtina, nepatří k nejstabilnějším a nacházejí se těsně nad průměrem (33,2 procent).

Vícerozměrná analýza historie událostí Pro detailní zhodnocení analyzovaných dat bylo jako vícerozměrné metody použito technik z rodiny analýzy historie událostí (event history analysis nebo častěji survival analysis). Získaná data obsahují proměnnou označující proběhnuvší událost (rozvod = 1), časovou proměnou (dobu od sňatku do případného rozvodu). Data jsou cenzorována zprava po 14 letech, kdy naše pozorování končí. Manželství tedy buď mohlo skončit rozvodem, nebo úspěšně přečkat oněch 14 let. Nejpoužívanějším zástupcem těchto technik je model relativního rizika (Cox proportional hazards model). Při úvodních testech vhodnosti dat pro tento model se ovšem ukázalo, že data pro tuto techniku ve své čisté podobě použít nelze. Coxova metoda relativního rizika totiž předpokládá, že riziko události je v čase rozloženo proporcionálně (tj. například zdvojnásobení sledovaného času vede ke zdvojnásobení výsledného rizika události), a testy této proporcionality založené na Schoenfeldových reziduálech tento předpoklad vyvrátily (zvláště pro vzdělání muže a ženy)17. Byl proto použit parametrický model přežití, který umožňuje parametrizovat funkci času přežití a nastavit její průběh (podle typu modelu). Volba modelu a zvláště metody modelování funkce přežití byla provedena pomocí informačních kritérií (BIC, AIC) jednotlivých modelů. V analýze byly odhadnuty dva modely: v případě prvního modelu nebyly do modelu zařazeny vzájemné interakce nezávislých proměnných (kovariátů). Vzdělání je považováno za ordinální proměnnou s referenční kategorií základ16 Respektive věk samotný nepůsobí přímo, ale prostřednictvím jiných faktorů – např. tím, jak muž věk ženy vnímá a jaký k němu zaujímá postoj. 17 Je nutno také konstatovat, že pro kontrolu výsledků byla použita logistická regrese jako další vhodná metoda pro tato data. Výsledné modely byly meritorně velmi podobné zde prezentovaným. Všechny výpočty byly provedeny v programu Stata.

- 65 -

Tabulka 2. Parametry výsledného regresního modelu Hazard ratio

% změna rizika (1−eβ) ×100

z

P>z

Věk muže

1,087

8,7

5,5

0,000

Věk ženy

1,131

13,1

6,8

0,000

Vzdělání muže Základní

Ref.


1,362

36,2

5,7

0,000


0,773

-22,7

-2,8

0,004

Vysokoškolské

0,553

-44,7

-2,0

0,052


2,035

103,5

12,0

0,000


1,228

22,8

2,6

0,010

Vysokoškolské

1,065

6,5

0,2

0,830

Interakce věku muže a ženy

0,996

-0,4

-6,3

0,000

0,528

-47,2

-8,8

0,000

Vzdělání ženy Základní

Ref.

Interakce vzdělání muže a ženy* Střední bez mat. / Střední bez mat. Střední bez mat. / Střední s mat.

0,656

-34,4

-4,0

0,000

Střední bez mat. / Vysokoškolské

0,898

-10,2

-0,3

0,740

Střední s mat. / Střední bez mat.

0,650

-35,0

-4,7

0,000

Střední s mat. / Střední s mat.

0,879

-12,1

-1,1

0,268

Střední s mat. / Vysokoškolské

0,927

-7,3

-0,2

0,809

Vysokoškolské / Střední bez mat.

0,774

-22,6

-0,8

0,415

Vysokoškolské / Střední s mat.

0,984

-1,6

-0,1

0,958

Vysokoškolské / Vysokoškolské

1,281

28,1

0,6

0,558

p

1,137

13,7

Poznámka: * jednotlivé kombinace vzdělání muže a ženy, kombinace muž základní vs. žena základní je referenční

ní vzdělání a věk za proměnnou spojitou. Do druhého modelu byla zařazena interakce mezi věkem muže a ženy a interakce mezi vzděláním muže a ženy (zařazení těchto interakcí je věcně odůvodnitelné silnými vazbami, které v případě těchto proměnných potvrzují popisné demografické statistiky). Na základě zhodnocení informačních kritérií byl vybrán model druhý s Weibullovou distribucí funkce přežití18. V tabulce 2 uvádíme výslednou podobu navrženého modelu. - 66 -

V tabulce 2 nás nejvíce zajímají koeficienty hazard ratios (tedy relativní změna rizika události při jednotkové změně hodnoty nezávislé proměnné). Hodnota menší než jedna udává, že se riziko události zmenšuje a analogicky hodnota větší než jedna, že se riziko události zvyšuje. Odhadnutý parametr p v tabulce 2 je větší než jedna což signalizuje, že růst kumulovaného rizika rozvodu se v čase zrychluje. Parametry modelu víceméně potvrzují třídění druhého stupně, která byla prezentována v úvodní části analýzy. Model ukazuje na vliv sňatkového věku na riziko rozvodu – každý rok navíc znamená zvýšení rizika rozvodu o 8,7 % u mužů a 13,1 % u žen. Tento závěr by byl překvapivý, nebýt statisticky významné interakce věku muže a ženy v modelu, která působí přesně obráceně – s rostoucím věkem obou snoubenců riziko rozvodu klesá (o 0,4 %18). Při vyřazení této interakce z modelu se vliv věku muže a ženy otáčí (ve výsledné rovnici modelu je vliv věku na riziko rozvodu negativní). Tento závěr potvrzují i grafy kumulativní funkce přežití podle věku (graf 9 a 10). První hypotézu nemůžeme potvrdit, neboť charakteristiky vlivu věku jsou odlišné, se sňatkovým věkem riziko sňatku klesá a předpokládaný tvar U křivky jsme v datech nenašli. Nesmíme však opomenout vliv interakce věku muže a ženy, který je silnější – viz výsledky testování třetí a čtvrté hypotézy. Koeficienty získané pro vzdělání muže a ženy naproti tomu potvrzují níže uvedené grafy 7 a 8. Nižší rozvodovost je u mužů a žen se základním vzděláním, nejvyšší u lidí se středoškolským vzděláním bez maturity. U mužů středoškoláků a vysokoškoláků je vidět razantní vzestup v porovnání s lidmi se základním vzděláním (které sloužilo zároveň jako referenční kategorie). Nejméně se rozvádějí muži s vysokoškolským vzděláním. U žen se středoškolským a vyšším vzděláním tento vzestup nenajdeme a platí, že u vzdělanějších žen jsme sice svědky snižování rizika rozvodu v porovnání se ženami se základním vzděláním, ale pod úroveň žen se základním vzděláním se tyto hodnoty již nedostanou. Získaná data tak potvrzují druhou hypotézu a naplňují představu o charakteristice pravděpodobnosti rozvodu podle vzdělání ve tvaru křivky obráceného U. Pro zachycení vlivu vzdělanostní a věkové homogamie byly vykresleny grafy 11 a 12. V grafu 11 byly zkombinovány kategorie vzdělání muže a žen do tří skupin: 1) muž má vyšší vzdělání než žena, 2) manželé mají stejné vzdělání a 3) žena má vyšší vzdělání. Ačkoliv rozdíly nejsou velké, na konci námi sledovaného období se manželství vzdělanějších mužů liší od ostatních a vykazují vyšší stabilitu. Velmi podobné je tomu také i u homogamie věkové (graf 12) – nejstabilnější jsou manželství mužů stejně starých nebo starších než jejich ženy. Třetí hypotézu musíme tedy odmítnout – homogamní manželství co do věku nebo vzdělání nejsou výrazně stabilnější než ostatní. 18 Tato hodnota se může zdát sama o sobě nízká. V kontextu interakce věku muže a ženy, která vzniká jejich součinem, jde o již nezanedbatelnou hodnotu.

- 67 -

Graf 7.

Kumulativní funkce přežití – vzdělání muže

1

0,95

kumulativní funckce přežití

0,9 0,85 0,8 0,75 0,7

Základní

0,65


0,6


0,55

Vysokoškolské

0,5 1

2

3

4

5

6

7

8

9

10

11

12

13

14

12

13

14

čas (roky od sňatku)

Graf 8. Kumulativní funkce přežití – vzdělání ženy 1 0,95


0,9 0,85 0,8 0,75 0,7

Základní

0,65


0,6


0,55

Vysokoškolské

0,5 1

2

3

4

5

6

7

8

9


- 68 -

10

11

Graf 9. Kumulativní funkce přežití – věk muže 1 0,95


0,9 0,85 0,8 0,75 0,7

19 let a méně 20 ‐ 24 let 25 ‐ 29 let 30 ‐ 34 let 35 let a více

0,65 0,6 0,55 0,5 1

2

3

4

5

6

7

8

9

10

11

12

13

14

11

12

13

14


Graf 10. Kumulativní funkce přežití – věk ženy 1 0,95


0,9 0,85 0,8 0,75 0,7

19 let a méně 20 ‐ 24 let 25 ‐ 29 let 30 ‐ 34 let 35 let a více

0,65 0,6 0,55 0,5 1

2

3

4

5

6

7

8

9


- 69 -

10

Graf 11. Kumulativní funkce přežití – vzdělanostní homogamie 1 0,95


0,9 0,85 0,8 0,75 0,7 0,65

Muž vzdělanější

0,6

Stejné vzdělání

0,55

Žena vzdělanější

0,5 1

2

3

4

5

6

7

8

9

10

11

12

13

14


Graf 12. Kumulativní funkce přežití – věková homogamie 1 0,95


0,9 0,85 0,8 0,75 0,7 0,65

Žena starší

0,6

Stejně staří

0,55

Muž starší

0,5 1

2

3

4

5

6

7

8

9


- 70 -

10

11

12

13

14

Tabulka 3. Kumulativní funkce přežití podle věkové a vzdělanostní heterogamie Kombinace věkové a vzdělanostní homogamie

Hodnota funkce přežití*

Muž vzdělanější – Muž starší

0,737

Muž vzdělanější – Stejně staří

0,667

Muž vzdělanější – Žena starší

0,607

Stejně vzdělaní – Muž starší

0,670

Stejně vzdělaní – Stejně staří

0,668

Stejně vzdělaní – Žena starší

0,613

Žena vzdělanější – Muž starší

0,652

Žena vzdělanější – Stejně staří

0,677

Žena vzdělanější – Žena starší

0,662

Poznámka: * v posledním sledovaném roce.

Rizikovým faktorem je spíše netradiční podoba heterogamie. Grafy 11 a 12 na tento vztah ukazují – manželství mužů s vyšším vzděláním jsou stabilnější a podobně je tomu i u věku, kde se navíc k podobné úrovni rizika rozvodu přidávají i manželství lidí ve stejném věku. Manželství žen s vyšším vzděláním nebo starších, než jsou jejich muži, patří mezi ta s nejvyšším rizikem rozvodu. Čtvrtou hypotézu můžeme potvrdit, ačkoli zjištěné rozdíly nejsou velké (pravděpodobně je to způsobeno sloučením do poměrně velkých skupin, které svojí velikostí zastírají pozorované rozdíly, neboť v detailním třídění druhého stupně podle věkového rozdílu nebo vzdělání najdeme diference mnohem výraznější, viz graf 6). V páté hypotéze jsem předpokládal, že vliv věkové a vzdělanostní homogamie či heterogamie bude mít tendenci se posilovat. Jinými slovy, páry, v nichž jsou si manželé blízcí věkem a vzděláním, budou stabilnější než ostatní. Případně manželské páry heterogamní věkově a současně vzdělanostně budou nestabilnější. Tabulka 3 představuje hodnotu kumulativní funkce přežití v posledním sledovaném roce (to znamená, že páry s vyššími hodnotami této funkce jsou stabilnější). Ve světle předchozích výsledků není náhoda, že nejstabilnější je pár, v němž je muž vzdělanější a současně starší než jeho žena. Rizikovým faktorem je netradiční věková heterogamie (žena starší než muž), postupujeme-li totiž, v rámci jednotlivých kategorií vzdělání, od tradiční věkové heterogamie přes homogamii až k netradiční věkové heterogamii, riziko rozpadu manželství stoupá. Pátou hypotézu však nemůžeme zcela přijmout, protože manželství, u nichž se objevují obě netradiční heterogamie, patří rizikem rozpadu k těm průměrným.

- 71 -

Shrnutí výsledků V této stati jsem se zabýval tím, jak působí sňatkový věk a vzdělání snoubenců na stabilitu manželství oboustranně svobodných uzavřených v roce 1994. Pro analýzu jsem použil veřejně dostupná data o sňatcích z Českého statistického úřadu a neagregovanou databázi rozvodů získanou rovněž od ČSÚ. Bohužel povaha zkoumaného jevu nám neumožňuje zabývat se sňatky, které jsou uzavírány nyní a jejichž prediktory rozvodu by nás zajímaly nejvíce, neboť sňatky z roku 1994 byly uzavírány za dobíhajícího starého demografického režimu (srov. např. sňatkový věk) a měly zcela jiné charakteristiky než dnes. Jako metoda analýzy byly použity tabelace druhého stupně a parametrický model analýzy historie událostí. Výsledky provedené analýzy ukazují, že působení sňatkového věku a vzdělání je strukturované. Ze třídění druhého stupně pro sňatkový věk se zdá, že věk mírně snižuje riziko rozvodu, ale v regresním modelu na významu nabývá hlavně interakce věku muže a ženy, jehož vliv na stabilitu manželství je také pozitivní (čím vyšší je věk páru, tím je šance „na přežití“ manželství vyšší). Vzdělání má na stabilitu manželství také svůj vliv, který dostává podobu křivky obráceného „U“ – tedy nejnižší šanci na rozvod mají lidé se základním a vysokoškolským vzděláním. Vrána k vráně sedá, praví staré přísloví a tuto odpozorovanou lidovou moudrost potvrzují i demografické statistiky sňatečnosti (co do vzdělání bylo v roce 1994 homogamních celých 60 procent). Univerzálnost homogamie vede však k tomu, že tyto páry nevytvářejí nějakou ostře vyhraněnou skupinu, jejich šance na rozpad manželství patří k těm průměrným a nepotvrzují se předpoklady o větší stabilitě homogamních párů. Naproti tomu v případech, kdy dochází k narušení homogamie a pár se v nějakém ohledu stává hypergamním. Tradiční hypergamie muže (muž je starší nebo vzdělanější) tedy vede k vyšší stabilitě manželství. Naproti tomu narušení tradičních vzorců výběrového párování hypergamií ženy vede k výrazně vyššímu riziku rozpadu manželství a manželství žen starších nebo vzdělanějších, než je jejich muž, patří k těm nejohroženějším.

Závěr Hlubší interpretace prezentovaných zjištění vybízí k mnoha otázkám pro další analýzy. Z genderového hlediska je zajímavý rozdíl v rozvodovosti mezi tradiční a netradiční vzdělanostní heterogamií – netradiční vzdělanostní heterogamie také pravděpodobně vede k netradičnímu uspořádání rolí v rodině (žena má vyšší příjem, tráví více času v zaměstnání apod.). Otázkou pro další výzkum je, jakou optikou na toto uspořádání nahlížejí oba manželé a jak jej sami pro sebe interpretují. Vede případná rozdílná interpretace těchto rolí k rozvodu? Dochází ke střetu mezi sociálně sdíleným tradičním nastavením rolí a jejich odlišným nastavením v konkrétním manželském páru? Je důsledkem tohoto střetu vyšší riziko rozvodu těchto manželství, nebo můžeme uvažovat o jiných příčinách vyšší nestability netradičně heterogamních manželství? - 72 -

Další otázkou, která vyvstává na základě získaných dat, je nelineární vliv vzdělání, kdy se nejvíce rozvádějí lidé se středoškolským vzděláním. Stojí za tímto jevem rozdílné životní strategie, které zaujímají lidé se základním a vysokoškolským vzděláním? Nebo těmto skupinám pomáhá sklon k homogamii – tyto vzdělanostní skupiny se totiž uzavírají samy do sebe [Katrňák 2008] a případně strukturální nutnost volit tradiční hypergamii: ženy se základním vzděláním v jedné polovině směřují k homogamní volbě a ve druhé polovině k pro ně výhodné tradiční hypergamii, která vede k nižšímu riziku rozvodu. Podobně muži vysokoškoláci ve třech pětinách volí tradiční hypergamii a ve zbývajících dvou pětinách homogamii. Sociologicky nosným by také bylo sledovat, zda (pokud vůbec) a jakým způsobem vnímají rozdílné riziko rozvodu pro určité typy manželství samotní snoubenci vstupující do manželství. V případě vzdělání by se mohlo zdát, že lidé rozdílnou distribuci rizika rozvodu určitým způsobem vnímají: snoubenci nejčastěji inklinují k vzdělanostní homogamii (tři pětiny sňatků). Spolu s tradiční heterogamií muže (pětina sňatků) vytvářejí skupinu sňatků čítající čtyři pětiny sňatků, jejíž riziko rozvodu je průměrné a podprůměrné. Poměry na sňatkovém trhu se však mění a v příštích letech budou měnit. Na vysokých školách je zapsáno více žen než mužů a již v roce 2009 mezi absolventy ženy mírně převažovaly (poměr mužů a žen je zhruba 0,8 až 0,9; připomeňme, že v roce 1950 tento poměr činil 4 až 5 v závislosti na věkové skupině) [ÚIV 2010; ČSÚ 1950]. To bude znamenat, že vzdělané ženy budou častěji nuceny ke vzdělanostně heterogamní volbě či se naopak rozhodnou zůstat svobodnými. Bude zajímavé sledovat, jak se tyto dlouhodobé trendy ve struktuře sňatků promítnou do struktury rozvodů. Petr Pakosta absolvoval sociologii na Fakultě sociálních studií Masarykovy univerzity. Poté několik let pracoval v oblasti marketingového výzkumu. Nyní pracuje jako výzkumný pracovník v Ústavu populačních studií při Fakultě sociálních studií Masarykovy univerzity a je doktorským studentem katedry sociologie. Zaměřuje se na sociologii rodiny a populační studia a zajímá se o problematiku výběrového párování a rozpadu partnerských vztahů.

Literatura Becker, G. S. 1973. „A Theory of Marriage: Part I.“ The Journal of Political Economy 81: 813-846. Berardo, D., H. Vera, a F. Berardo. 1985. „Age Heterogamy in Marriage.“ Journal of Marriage and Family 47: 553-566. Berardo, F. M., J. Appel, a D. H. Berardo. 1993. „Age Dissimilar Marriages - Review And Assessment.“ Journal of Aging Studies 7: 93-106. Bitter, R. G. 1986. „Late Marriage and Marital Instability: The Effects of Heterogeneity and Inflexibility.“ Journal of Marriage and Family 48: 631-640. Booth, A. a J. N. Edwards. 1985. „Age at Marriage and Marital Instability.“ Journal of Marriage and Family 47: 67-75.

- 73 -

Bumpass, L. L. a J. A. Sweet. 1972. „Differentials in Marital Instability: 1970.“ American Sociological Review 37: 754-766. Curtis, K. T. a C. G. Ellison. 2002. „Religious heterogamy and marital conflict - Findings from the national survey of families and households.“ Journal of Family Issues 23: 551-576. ČSÚ. 1950. Sčítání lidu, domů a bytů. Praha. ČSÚ. 1994. Pohyb obyvatelstva v ČR. Praha. ČSÚ. 2008. Demografická ročenka České republiky 2008. Praha. Esteve, A., C. Cortina, a A. Cabre. 2009. „Long Term Trends in Marital Age Homogamy Patterns: Spain, 1922-2006.“ Population 64: 183-213. Eurostat. 2008. „Divorce indicators.“ Fine, A. M. a H. J. Harvey. 2006. Handbook of divorce and relationship dissolution. Mahwah: Psychology Press. Fučík, P. 2006. „Věková homogamie českých sňatků 1920–2000.“ Sociologický časopis-Czech Sociological Review 42: 719-739. Glenn, N. D. a M. Supancic. 1984. „The Social and Demographic Correlates of Divorce and Separation in the United States: An Update and Reconsideration.“ Journal of Marriage and Family 46: 563-575. Goode, W. 1993. World changes in divorce patterns. London: Yale University. Graaf, P. M. d. a M. Kalmijn. 2006. „Change and Stability in the Social Determinants of Divorce: A Comparison of Marriage Cohorts in the Netherlands.“ European Sociological Review 22: 561-572. Hackstaff, B. K. 1999. Marriage in a Culture of Divorce. Philadelphia: Temple University Press. Härkönen, J. a J. Dronkers. 2006. „Stability and Change in the Educational Gradient of Divorce. A Comparison of Seventeen Countries.“ European Sociological Review 22: 501-517. Heaton, T. B. a E. L. Pratt. 1990. „The Effects of Religious Homogamy on Marital Satisfaction and Stability.“ Journal of Family Issues 11: 191-207. Jalovaara, M. 2003. „The Joint Effects of Marriage Partners‘ Socioeconomic Positions on the Risk of Divorce.“ Demography 40: 67-81. Janssen, J. 2003. Do Opposites Attract Divorce? Dimensions of Mixed Marriage. West Lafayette: Purdue University Press. Kalmijn, M., P. M. D. Graaf, a A.-R. Poortman. 2004. „Interactions between Cultural and Economic Determinants of Divorce in the Netherlands.“ Journal of Marriage and Family 66: 75-89. Kalmijn, M. a A.-R. Poortman. 2006. „His or Her Divorce? The Gendered Nature of Divorce and Its Determinants.“ European Sociological Review 22: 201-214. Katrňák, T. 2008. Spříznění volbou? Homogamie a heterogamie manželských párů v České republice. Praha: Sociologické nakladatelství (SLON). Kučera, M. 1994. Populace České republiky 1918-1991. Praha: Česká demografická společnost. Larson, J. H. a T. B. Holman. 1994. „Premarital Predictors of Marital Quality and Stability.“ Family Relations 43: 228-237.

- 74 -

Lehrer, E. L. 2008. „Age at marriage and marital instability: revisiting the Becker-Landes-Michael hypothesis.“ Journal of Population Economics 21: 463-484. Lehrer, E. L. a C. U. Chiswick. 1993. „Religion as a Determinant of Marital Stability.“ Demography 30:3 85-404. Lyngstad, T. H. 2006. „Why do couples with highly educated parents have higher divorce rates?“ European Sociological Review 22: 49-60. Martin, T. C. a L. L. Bumpass. 1989. „Recent Trends in Marital Disruption.“ Demography 26: 37-51. Možný, I. 1999. Sociologie rodiny. Praha: SLON. Mullins, L. C., K. P. Brackett, D. W. Bogie, a D. Pruett. 2002. „The impact of religious homogeneity on the rate of divorce in the United States.“ Pp. 338-354 in Meeting of the Southern-Sociological-Society, vol. 74. Baltimore, Ma: Blackwell Publ Ltd. Ni Bhrolchain, M. 2000. „Flexibility in the marriage market.“ Population 55: 899-939. Pakosta, P. 2008. „Rozvodovost a vzdělání obou manželů.“ Demografie, revue pro výzkum populačního vývoje 55:7. Poppel, F., A. C. Liefbroer, J. K. Vermunt, a W. Smeenk. 2001. „Love, Necessity and Opportunity: Changing Patterns of Marital Age Homogamy in the Netherlands, 1850-1993.“ Population Studies 55: 1-13. Rauer, A. J., B. R. Karney, C. W. Garyan, a W. Hou. 2008. „Relationship Risks in Context: A Cumulative Risk Approach to Understanding Relationship Satisfaction.“ Journal of Marriage and Family 70: 1122-1135. South, S. J. 1995. „Do You Need To Shop Around - Age At Marriage, Spousal Alternatives, And Marital Dissolution.“ Journal of Family Issues 16: 432-449. Tzeng, M. S. 1992. „The Effects of Socioeconomic Heterogamy and Changes on Marital Dissolutio for First Marriages.“ Journal of Marriage and the Family 54: 609-619. ÚIV. 2010. Ročenka školství v ČR 2009. Praha: ÚIV. Williams, L. M. a M. G. Lawler. 2003. „Marital satisfaction and religious heterogamy - A comparison of interchurch and same-church individuals.“ Journal of Family Issues 24: 1070-1092. Zhang, Y. T. a J. Van Hook. 2009. „Marital Dissolution Among Interracial Couples.“ Journal of Marriage and the Family 71: 95-107.

- 75 -

Vliv věkové a vzdělanostní homogamie a sňatkového věku na stabilitu prvního manželství

Recommend Documents